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【關(guān)鍵詞】上海自貿(mào)區(qū) 進(jìn)出口貿(mào)易 機遇與挑戰(zhàn)
一、前言
上海自貿(mào)區(qū)的建立在一定程度上將刺激我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展,為我國進(jìn)出口貿(mào)易提供了不少的有利條件,如:進(jìn)出口退稅及附加的優(yōu)惠條件、自由貿(mào)易、自主管理、市場范圍更廣等。但是在自貿(mào)區(qū)提供的優(yōu)越條件下,我國進(jìn)出口貿(mào)易業(yè)同樣也面臨著創(chuàng)新改革的挑戰(zhàn)。
二、上海自貿(mào)區(qū)建立的目的
上海自貿(mào)區(qū)建立的首要核心目的就是想要“改革”,借助新的經(jīng)濟(jì)交易平臺,為我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易提供更多的交易渠道。上海自貿(mào)區(qū)的市場管理主要是由政府干預(yù)的經(jīng)濟(jì)活動轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕墒袌鲋黧w的主導(dǎo)權(quán),借此讓政府職能的性質(zhì)從管理型變?yōu)榉?wù)型。其次,上海自貿(mào)區(qū)的建立是為了提高人民幣在世界貿(mào)易中的認(rèn)知度。上海自貿(mào)區(qū)建立還有一個重要的目的:便于中國和太平洋戰(zhàn)略經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)議(TPP)接軌、融合、合作。以此實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)自由化,增加經(jīng)濟(jì)的開放程度[1]。
三、上海自貿(mào)區(qū)建立帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的機遇及挑戰(zhàn)
世上任何事物都有其兩面性,對于上海自貿(mào)區(qū)帶給我國進(jìn)出貿(mào)易的影響也是存在兩面性的,這既是機遇也同樣面臨著挑戰(zhàn)。這就需要我們?nèi)娣治觯拍軌蜉^好的理解、處理好這究竟是什么樣的機遇以及什么樣的挑戰(zhàn)。
(一)上海自貿(mào)區(qū)建立帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的機遇
進(jìn)出口貿(mào)易是一個與時俱進(jìn)的行業(yè),必須抓住時機,創(chuàng)新改革才能得以快速發(fā)展。上海自貿(mào)區(qū)的建立為我國進(jìn)出口貿(mào)易提供了很好的發(fā)展機會。
1.加大監(jiān)督管理制度。針對上海自貿(mào)區(qū)的建立,我國政府實行“簡政放權(quán)”,政府將原有的管理形式改為監(jiān)督監(jiān)理。具體來說就是政府首要任務(wù)減少管理權(quán),增加我國進(jìn)出口貿(mào)易的獨立自主管理,在一定程度上刺激其積極性;其次對進(jìn)出口貿(mào)易實行大力度、高透明度的監(jiān)管。在已有的監(jiān)管制度基礎(chǔ)上,上海自貿(mào)區(qū)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的監(jiān)督管理做出了如下改革:(1)建設(shè)自貿(mào)區(qū)的信息資源共享以及服務(wù)中心,實行“一口受理、綜合辦理”的服務(wù)形式,以此便利我國進(jìn)出口貿(mào)易;(2)大力發(fā)展社會信用體系,對我國進(jìn)出口貿(mào)易實行全面的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易信用信息記錄并建立披露機制,對信用度高的企業(yè)進(jìn)行獎勵和對信用度不高的進(jìn)行懲罰;(3)逐步實現(xiàn)市場經(jīng)濟(jì)的綜合監(jiān)督管理體系,增加我國進(jìn)出口貿(mào)易的綜合監(jiān)督管理能力。
2.增強我國進(jìn)出口貿(mào)易開發(fā)和國際接軌的多元化。上海自貿(mào)區(qū)的建立擴(kuò)大了我國進(jìn)出口貿(mào)易的開發(fā),讓我國的國際貿(mào)易行業(yè)努力實現(xiàn)于與TPP接軌、合作。首先,上海自貿(mào)區(qū)金融業(yè)的創(chuàng)新業(yè)務(wù)發(fā)展給我國進(jìn)出口貿(mào)易的離岸交易以及海外市場開拓提供了充足的資金保障,較寬松的金融管理制度,給國際貿(mào)易結(jié)算以及一些跨國公司的資金周轉(zhuǎn)帶來了便利。其次,上海自貿(mào)區(qū)對進(jìn)出口貿(mào)易的貿(mào)易資金管理實行先限額管理,再逐步擴(kuò)大到無限額管理的方式,同時也給我國進(jìn)出口貿(mào)易的貨物交易實行期貨交易和商品期貨的交割倉庫。由此看來,上海自貿(mào)區(qū)的建立給我國進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)大提供了更大的市場平臺,并且提供了資金、物資的巨大幫助。
3.優(yōu)化政策,增加進(jìn)出口貿(mào)易的開發(fā)度。隨著上海自貿(mào)區(qū)的發(fā)展,政府也在不斷優(yōu)化其對進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)政策。鼓勵中內(nèi)外投資者加入自貿(mào)區(qū),擴(kuò)大服務(wù)行業(yè),并給進(jìn)出口貿(mào)易提供全面的服務(wù)。同時創(chuàng)新、改進(jìn)出口貿(mào)易的出口退稅、海關(guān)手續(xù)程序等?!昂喺艡?quán)”、大膽地讓進(jìn)出口企業(yè)獨當(dāng)一面[2]。
(二)上海自貿(mào)區(qū)建立帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的挑戰(zhàn)以及應(yīng)對措施
上海自貿(mào)區(qū)建立給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來了很多機遇,但是利益面前難免都會存在一些風(fēng)險,這就要求我國今后的進(jìn)出口貿(mào)易行業(yè)能擔(dān)得起這些風(fēng)險,勇于面對挑戰(zhàn),開拓創(chuàng)新。
1.離岸金融體系。我國進(jìn)出口貿(mào)易在創(chuàng)立上海自貿(mào)區(qū)前,處于國家控股、國家掌托狀態(tài),對于資金流入、流出大都有國家的支持。而現(xiàn)在政府大膽放手任其自主管理、自主運行,這一巨大轉(zhuǎn)變讓進(jìn)出口貿(mào)易在總體管理上發(fā)生了變化。進(jìn)出口貿(mào)易管理者負(fù)責(zé)對企業(yè)進(jìn)行管理,進(jìn)出口貿(mào)易的資金要自主籌資,這給企業(yè)帶來巨大的挑戰(zhàn)。如何運行、獲得、周轉(zhuǎn)、管理、使用資金,怎樣才能更好地保障資金流動順暢?進(jìn)出口貿(mào)易可以借助自貿(mào)區(qū)的金融服務(wù),借助離岸金融體系管理出口貨物的資金流動問題,讓國內(nèi)外的貿(mào)易活動能夠井然有序的展開。
2.減少進(jìn)出口貿(mào)易順差。我國的進(jìn)出口貿(mào)易長期處于順差,人民幣迫于國際形勢壓力不斷升值,并且我國進(jìn)出口貿(mào)易的商品大多為初級商品,出口量多。這種長期的進(jìn)出口順差給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來了壓力,交易過多的出口產(chǎn)品導(dǎo)致資金外流,不利于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長。為了緩解貿(mào)易順差,進(jìn)出口貿(mào)易可以借助上海自貿(mào)區(qū)提供的開發(fā)平臺,吸引外商到國內(nèi)投資,大力“拓市場、調(diào)V結(jié)構(gòu)、促平衡”,借助有力資源,開發(fā)貿(mào)易平臺,全面提升服務(wù),提高進(jìn)出口貿(mào)易的管理以及調(diào)整相應(yīng)政策(如:低稅率等),這樣可以一定程度的轉(zhuǎn)變我國當(dāng)前的貿(mào)易方式,減少我國的進(jìn)出口貿(mào)易順差。
3.加強進(jìn)出口貿(mào)易管理。在上海自貿(mào)區(qū)建立前,我國進(jìn)出口貿(mào)易是由國家控股管理,其發(fā)展方向明確?,F(xiàn)在自貿(mào)區(qū)建立后,進(jìn)出口貿(mào)易實現(xiàn)了自主管理,這需要更系統(tǒng)化的管理模式和管理辦法,包括進(jìn)出口貨物、程序、資金、單證以及國際貿(mào)易的從業(yè)人員管理等都需要緊跟時代步伐加強管理。
四、總結(jié)
綜上所述,上海自貿(mào)區(qū)的建立是一把雙刃劍,利用好了,它能給我國的經(jīng)濟(jì)添磚加瓦,利用不好,它會導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)的流失。全面分析上海自貿(mào)區(qū)的建立對我國進(jìn)出口貿(mào)易的機遇和挑戰(zhàn),能夠讓我們更加自如的運用自貿(mào)區(qū)帶來的優(yōu)勢,創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)財富。
參考文獻(xiàn)
[1]黃麗薇.上海自貿(mào)區(qū)面臨的機遇與挑戰(zhàn)研究――與香港發(fā)展的比較[J].經(jīng)營管理者,2014(04):180-181.
[2]張明,郭子睿.上海自貿(mào)區(qū):進(jìn)展、內(nèi)涵與挑戰(zhàn)[J].金融與經(jīng)濟(jì),2013(12):19-22.
關(guān)鍵詞:深圳經(jīng)濟(jì);電子市場;進(jìn)出口貿(mào)易
中圖分類號:F713.36 文獻(xiàn)識別碼:A 文章編號:1001-828X(2016)012-000-01
一、緒論
電子產(chǎn)業(yè)作為未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ),其市場前景非常的被看好,深圳華強北電子市場目前已經(jīng)在世界范圍內(nèi)都有著極其重要的作用,其進(jìn)出口貿(mào)易也極大的帶動了深圳的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。
二、深圳華強北電子市場進(jìn)出口貿(mào)易的現(xiàn)狀
目前電子市場分布開始面向整個亞洲以及環(huán)太平洋地區(qū)擴(kuò)散,美國和日本分列世界第一、第二大電子信息產(chǎn)品生產(chǎn)國與銷售市場,而同時我國的電子產(chǎn)品制造業(yè)已經(jīng)成為全球最大的生產(chǎn)基地,覆蓋了通信、高性能計算機、手機、數(shù)字電視等方面。由此可預(yù)見電子產(chǎn)品市場進(jìn)出口貿(mào)易在逐漸的向亞太地區(qū)擴(kuò)散。華強北電子市場由于其在中國電子市場特殊的作用以及歷史地位,全國的各種電子企業(yè)和個人都聚集在了華強北,這就造成了華強北出現(xiàn)了繁多的電子商城,例如賽格廣場華強電子世界、華強廣場、賽博數(shù)碼商城等,同時各類電子產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)紛紛在這里落戶。隨著社會的需求以及計算機技術(shù)的發(fā)展,電子產(chǎn)品的市場重心逐漸的向計算機及手機通信產(chǎn)品偏離。降低電子產(chǎn)品的生產(chǎn)成本就成了眾多電子生產(chǎn)廠家主要的競爭手段,在降低生產(chǎn)成本的同時又能夠保證產(chǎn)品質(zhì)量的手段莫過于電子產(chǎn)品生產(chǎn)的規(guī)模化。隨著電子商務(wù)的興起,電子市場的貿(mào)易手段,也逐漸的從實體店向網(wǎng)絡(luò)虛擬店鋪發(fā)展,這樣一方面可以節(jié)省企業(yè)的成本,另一方面可以讓企業(yè)與時代接軌,增加企業(yè)的競爭力,提升企業(yè)的知名度。而企業(yè)模式的網(wǎng)絡(luò)化,在未來也將成為電子市場的主流。
三、華強北電子市場進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展中面臨的問題
1.進(jìn)出口貿(mào)易對象減少
由于世界電子產(chǎn)品科技的發(fā)展,華強北的優(yōu)勢在減弱,貿(mào)易對象有了更多的貿(mào)易選擇,并且在世界范圍內(nèi),進(jìn)出口貿(mào)易的范圍也在發(fā)生改變。這都減少了華強北電子市場的貿(mào)易對象。
2.山寨的盛行,影響了市場信譽
由于在山寨手機時代,華強電子市場在進(jìn)出口貿(mào)易中留下的名聲大多為山寨貨,導(dǎo)致在現(xiàn)今這個山寨不流行的時代,其山寨的形象嚴(yán)重影響了進(jìn)出口貿(mào)易達(dá)到發(fā)展。
3.店鋪繁多,分散了的在對外出口時的優(yōu)勢
在華強北電子市場中,每一個柜臺后面幾乎都是一個單獨的企業(yè),這也就造成了競爭力的加大,同時不利于資源的規(guī)模化,也就在進(jìn)出口貿(mào)易中失去了優(yōu)勢。
4.電子商城的興起
隨著社會的發(fā)展以及互聯(lián)網(wǎng)的盛行,很多的電子產(chǎn)品不在選擇華強北作為其主要的銷售場所,而是通過網(wǎng)上的電子商城。這就給華強北的實體店面造成了一定的影響
5.核心競爭力不足
現(xiàn)在的電子行業(yè),已經(jīng)不是之前的模式,隨著智能手機和平白電腦的盛行,其他的電子產(chǎn)品受到了很大的影響,而華強電子市場的進(jìn)出口貿(mào)易在以前主要依靠的是山寨手機和其他電子產(chǎn)品,在智能手機等核心競爭能力中嚴(yán)重不足。
四、未來華強北電子市場進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展對策
1.擴(kuò)大貿(mào)易范圍
隨著世界電子貿(mào)易經(jīng)濟(jì)向亞太地區(qū)發(fā)展的改變,華強北電子市場的進(jìn)出口貿(mào)易也應(yīng)該進(jìn)行轉(zhuǎn)變,需要把重心更多的轉(zhuǎn)向亞太地區(qū)。適應(yīng)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的趨勢,發(fā)揮其本身電子元件的優(yōu)勢。
2.規(guī)范市場,恢復(fù)市場權(quán)威性
在經(jīng)歷了山寨貨風(fēng)潮之后,華強北已經(jīng)被貼上了山寨的名詞,想要撕掉這一說法,需要我們?nèi)A強北所有的商家共同努力,并且建立一個良好的市場規(guī)范,制定市場的規(guī)則,嚴(yán)厲打擊盜版、山寨。目前,華強北已經(jīng)成立了相關(guān)的街道辦事處,但是這還不夠仍需要更完善的法律制度去監(jiān)督它,約束它。從而重新恢復(fù)人們對華強北電子市場的看法。
3.商場整合,發(fā)揮優(yōu)勢
華強北電子市場有著繁多的電子商場,這就導(dǎo)致了很多外來客戶沒法集中快速的對比商品的優(yōu)劣,從而降低了客戶來華強北的感官體驗,影響了貿(mào)易交易等行為,為此,華強北應(yīng)當(dāng)加大對商場的整合力度,讓華強北的優(yōu)勢展現(xiàn)在客戶面前,真正的發(fā)揮出華強北電子市場的能力。
4.加強電子商城的建設(shè)力度
目前華強北電子市場順應(yīng)時代的發(fā)展,建立了華強在線電子商城。在未來仍需要加大對電子商城的投入,讓更多的人知道華強在線,從而可以使更多的人可以選擇華強北作為其電子產(chǎn)品購買的首選地。
關(guān)鍵詞:實際有效匯率;進(jìn)出口貿(mào)易;協(xié)整分析
福建省是中國距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一,是中國與世界交流的重要門戶。改革開放30年以來,福建充分利用中央賦予的“特殊政策、靈活措施”,發(fā)揮“僑、海、山、特”等省情優(yōu)勢,不斷深化改革,擴(kuò)大開放,大力發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì),對外貿(mào)易取得了令人矚目的成就。2007年福建省進(jìn)出口貿(mào)易額達(dá)到744.58億美元,年均增長22.16%,總體規(guī)模比1979年擴(kuò)大了272倍。其中出口額達(dá)到499.43億美元,年均增長20.89%,擴(kuò)大203倍;進(jìn)口額245.15億美元,年均增長27.45%,擴(kuò)大891倍;增速均高于全國平均水平。進(jìn)出口總額占全國比重從1979年的0.9%上升為2007年的3.4%,2007年進(jìn)出口總值位居全國第七位,其中出口名列第六,在全國對外貿(mào)易中具有舉足輕重的地位。進(jìn)出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的重要組成部分,其變動會對全省經(jīng)貿(mào)產(chǎn)生較大影響。自2005年7月21日人民幣對美元交易價格調(diào)整為1美元兌8.11元人民幣以來,人民幣持續(xù)升值,2007年12月28日,人民幣對美元匯率中間價為1美元兌7.3046元人民幣,累計升值幅度達(dá)11.03%。在這種形勢下,福建省進(jìn)出口貿(mào)易與人民幣匯率變動的關(guān)系如何,人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生什么樣的影響,影響程度如何,這些問題,無論是從現(xiàn)實意義的角度來看,還是從長遠(yuǎn)發(fā)展的需要出發(fā),都是值得分析和研究的。
一、基本理論綜述和研究現(xiàn)狀
1.基本理論綜述
有關(guān)匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易影響的理論很多,最早起源于重商主義學(xué)派的有關(guān)論述,后來出現(xiàn)了馬歇爾-勒納-羅賓遜的有關(guān)匯率變動對貿(mào)易收支的彈性分析理論,哈羅德(R.F.Harrod)、勞埃德·梅茨勒(L.Metzler)、弗里茨·馬克魯普(Fritz Machlup)為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家用凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)理論和乘數(shù)理論分析收入變動對國際收支的調(diào)節(jié)作用的收入分析理論,詹姆士·米德(James.Meade)和西德尼·亞力山大(S.Alexander)以凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)提出的吸收分析理論以及20世紀(jì)60年代的匯率不完全傳遞理論等等。其中,彈性分析理論是最有影響力的理論之一。
彈性分析理論產(chǎn)生于20世紀(jì)30年代,由英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家馬歇爾提出,后經(jīng)英國女經(jīng)濟(jì)學(xué)家瓊·羅賓遜和美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家勒納等人發(fā)展而成,它主要是通過對進(jìn)出口商品的供求彈性的分析來研究匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度。
一般地說,一國貨幣貶值有利于擴(kuò)大出口,抑制進(jìn)口,而貨幣升值有利于擴(kuò)大進(jìn)口,抑制出口。彈性分析理論認(rèn)為,在只考慮匯率變化對進(jìn)出口商品的影響、貿(mào)易商品的供給完全有彈性、充分就業(yè)與收入不變、沒有資本移動等假設(shè)條件下,只有當(dāng)進(jìn)口商品和出口商品需求彈性的絕對值之和大于1,即滿足著名的馬歇爾-勒納條件,本幣貶值才能通過進(jìn)出口商品價格的變化引起進(jìn)出口數(shù)量的變化,改善一國對外貿(mào)易從而改善國際收支。因為,如果這兩種彈性的絕對值之和大于1,一國貨幣貶值后,出口商品以外幣表示的價格相對降低,于是出口增加,如果國外的需求彈性越大,則出口數(shù)量增加得越多,出口額增加得越大;進(jìn)口商品以本幣表示的價格相對提高,于是進(jìn)口減少,如果國內(nèi)的需求彈性越大,則進(jìn)口減少得越多,進(jìn)口額下降得越大,結(jié)果是出口額增加,進(jìn)口額減少,從而國際收支得到改善。
但是,彈性分析理論忽視了時間因素對貨幣貶值改善國際收支效果的影響。大量實踐表示,即使具備了馬歇爾-勒納條件,貨幣貶值也不能馬上改善貿(mào)易收支,而是存在一定的“時滯”。即在貨幣貶值初期,以外國貨幣表示的出口商品的價格已經(jīng)下降,但出口量因本國企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)、增加產(chǎn)量、增加對外銷售都需要一段時間而沒有明顯增加,同時,以本國貨幣表示的進(jìn)口商品的價格已經(jīng)上升,但進(jìn)口量因國內(nèi)消費者在認(rèn)識、決策甚至找到進(jìn)口替代品和生產(chǎn)這些進(jìn)口替代品也都需要一段時間而沒有明顯減少,結(jié)果,貿(mào)易收支非但沒有得到改善,反而進(jìn)一步惡化。只有經(jīng)過一段時間當(dāng)以上慣性消失,貿(mào)易收支才會得到改善。這個過程用曲線描述出來,就像英文字母“J”,所以稱作“J曲線效應(yīng)”。 這一變化過程可能會維持?jǐn)?shù)月甚至一兩年,根據(jù)各國不同情況而定。
2.研究現(xiàn)狀
匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究,一直是國際金融領(lǐng)域的熱點問題和難點問題。近年來,我國學(xué)者關(guān)于人民幣匯率與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究也取得了不少實證分析方面的成果,但是由于不同學(xué)者研究的角度不盡相同,選取的樣本區(qū)間有所不同,使用的方法參數(shù)也不太一樣,因此,研究的結(jié)論大相徑庭,意見分歧也很大。
盧向前、戴國強(2005)運用協(xié)整向量自回歸(cointegrating VAR)的分析方法,對1994-2003年人民幣實際匯率波動與我國進(jìn)出口之間的長期關(guān)系進(jìn)行實證檢驗,結(jié)果表明,人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口存在著顯著的影響,馬歇爾-勒納條件成立,人民幣實際匯率波動對進(jìn)出口的影響存在J曲線效應(yīng);李亞瓊、黃立宏(2006)采用1978—2000年的數(shù)據(jù),通過實證研究,計算出我國的進(jìn)出口需求彈性絕對值之和為1.643,認(rèn)為我國滿足匯率貶值改善國際收支的必要條件。而任兆璋、寧忠忠(2004)使用1978-2002年的數(shù)據(jù)對中國對外貿(mào)易收支差額與人民幣實際匯率之間的關(guān)系進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)二者間不僅判定系數(shù)低(Adj-R2=0.2160),且協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系分析均顯示不存在長期均衡關(guān)系;沈國兵、楊毅(2005)對1990—2004年月度數(shù)據(jù)進(jìn)行Johansen檢驗,結(jié)果表明,中國進(jìn)出口與人民幣實際有效匯率之間沒有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,也沒有系統(tǒng)性相互影響和決定關(guān)系;陳晨子(2007)使用協(xié)整理論分析1986年1月至2007年1月的數(shù)據(jù),得出了人民幣匯率與中國對外貿(mào)易額不存在長期均衡關(guān)系的結(jié)論;徐煒、孫俊(2008)通過對1994年1月至2005年7月、2005年8月至2006年11月這兩個階段的人民幣實際有效匯率、我國進(jìn)口總額、出口總額的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)處理,利用向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗?zāi)P停芯勘砻?,隨著2005年7月21日匯率制度改革的實施,人民幣實際有效匯率對我國進(jìn)出口的影響正在減小。
當(dāng)人們在研究人民幣匯率變動與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系的同時,也有一部分人把目光轉(zhuǎn)向區(qū)域領(lǐng)域,研究人民幣匯率變動與區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系,也取得了一些進(jìn)展,但總的來說,研究成果相對較少。
劉傳哲、陳寒凝、賈彥利(2004)通過實證分析,發(fā)現(xiàn)江蘇省出口貿(mào)易額的增長與匯率變動明顯正相關(guān);戴世宏(2006)采用對數(shù)形式進(jìn)行實證分析,結(jié)果表明,人民幣匯率貶值有力地促進(jìn)了上海市出口貿(mào)易的增長;王春平、劉傳哲(2007)通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率與山東出口貿(mào)易額呈顯著的正相關(guān)關(guān)系;康慧、盧方元(2007)采用協(xié)整分析方法研究表明人民幣實際匯率與河南省進(jìn)出口存在長期均衡的關(guān)系且進(jìn)出口商品需求彈性系數(shù)的絕對值之和大于1;馬麟艷、肖留春(2007)通過實證分析,認(rèn)為人民幣實際匯率變動對云南進(jìn)出口影響不大;韓萍、任梅春(2006)通過計量分析的結(jié)果表明福建省對外貿(mào)易出口額、進(jìn)口額與人民幣實際匯率之間存在的彈性關(guān)系不大,相關(guān)性較弱,而GDP對福建省的進(jìn)出口貿(mào)易影響顯著。
二、人民幣匯率變動對福建省進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析
1.模型的設(shè)立
根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)理論,影響一國進(jìn)出口貿(mào)易最主要因素是進(jìn)出口商品的相對價格,而影響進(jìn)出口商品相對價格的關(guān)鍵因素就是匯率,除此之外,實際國民收入水平也是影響一國進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素。但根據(jù)彈性分析理論的假設(shè)條件,我們假定國內(nèi)外消費者的實際收入不變,只考慮匯率變化對進(jìn)出口貿(mào)易的影響,同時為了使各個序列趨勢線性化,以消除異方差性,對各個序列取自然對數(shù),建立模型:
其中,t為時間,Xt為出口額,Mt為進(jìn)口額,REERt為人民幣匯率。
2.數(shù)據(jù)來源及說明
(1)采用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù),樣本期為1980-2005年,選擇從1980年開始主要是考慮改革開放以后,隨著我國外貿(mào)體制、外匯管理體制改革的深入,人民幣匯率作為價格杠桿對進(jìn)出口貿(mào)易的調(diào)節(jié)作用才日益凸顯。
(2)按匯率是否經(jīng)過價格調(diào)整,人們通常把匯率分為名義匯率(Nominal Exchange Rate)和有效匯率(Effective Exchange Rate)。名義匯率即現(xiàn)實外匯市場交易中的匯率。有效匯率是一種貨幣相對于其他多種貨幣雙邊匯率的加權(quán)平均數(shù)1。在實證過程中,人們通常把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。
名義有效匯率(Nominal Effective Exchange Rate,簡稱為NEER)是以貿(mào)易比重為權(quán)數(shù)的有效匯率,它所反映的是一國貨幣在國際貿(mào)易中的總體競爭力和總體波動程度。將名義有效匯率剔除該國當(dāng)年的相對物價指數(shù),就得到實際有效匯率(Real Effective Exchange Rate,簡稱為REER)。與名義匯率、名義有效匯率相比,實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿(mào)易伙伴國貨幣的變動,而且剔除了通貨膨脹因素,能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率來研究匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。
(3)福建省進(jìn)口額、出口額數(shù)據(jù)均來自歷年《福建統(tǒng)計年鑒》,人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計。實際有效匯率上升表示本幣升值,下降表示本幣貶值。
關(guān)鍵詞:農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì);進(jìn)出口貿(mào)易;影響;建議
1我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要意義
1.1農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展是建設(shè)有中國特色的農(nóng)村發(fā)展道路的新階段
發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)是我國開展進(jìn)出口貿(mào)易的根基。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展更是全社會實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ),也是進(jìn)出口貿(mào)易的基礎(chǔ)。但是,從當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀來看,目前還存在諸多不如意的地方,對我國進(jìn)出口貿(mào)易造成了一定的影響。我們應(yīng)該加大對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究和分析,強化農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在我國進(jìn)出口貿(mào)易中的地位,全面促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)快速發(fā)展。我國改革開放發(fā)展至今,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)尤其是糧食經(jīng)濟(jì)取得了較大的成就,并且實現(xiàn)了較大幅度的出口增長,有效促進(jìn)了我國朝著現(xiàn)代化方向發(fā)展。然而我們也應(yīng)該看到,當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中面臨著較為嚴(yán)重的技術(shù)問題,隨著環(huán)境、資源以及人口等困境和壓力越來越多,對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也會造成極大的阻礙。所以,未來我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展必須要從傳統(tǒng)的粗放式經(jīng)營轉(zhuǎn)向集約式經(jīng)營,高效利用各類農(nóng)業(yè)資源,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源高效消耗,利用現(xiàn)代科學(xué)技術(shù),實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,為帶動我國進(jìn)出口貿(mào)易注入新機。
1.2科學(xué)地認(rèn)識和深入研究是農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展思想的需要
從目前我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展情況來看,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展事實上是一種全新的發(fā)展理念以及發(fā)展戰(zhàn)略。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對于促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易實現(xiàn)快速增長也被世界不同社會制度、不同意識形態(tài)以及不同的信仰國家逐漸接受。針對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況,世界各國都形成了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展學(xué)、生態(tài)學(xué)以及社會學(xué)等諸多研究項目。針對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)如何實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的問題在理論規(guī)范當(dāng)中也實現(xiàn)了進(jìn)一步地融合,由此說明實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展理論必將成為世界廣泛關(guān)注的焦點,正確認(rèn)識并且深入研究當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是社會發(fā)展的需要,更是提升我國進(jìn)出口貿(mào)易水平的需要。
1.3我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r迫切需要開展對農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題的研究
歷時20余年的發(fā)展歷程,我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)了長足的發(fā)展。然而,我們也應(yīng)該看到,農(nóng)業(yè)是我國進(jìn)出口貿(mào)易中十分薄弱的一個環(huán)節(jié),尤其是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所面臨的問題逐漸凸顯。在當(dāng)前市場經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的進(jìn)程中,因為需要尊重價值規(guī)律的發(fā)展和應(yīng)用,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)為我國工業(yè)建設(shè)實現(xiàn)快速發(fā)展提供了豐富的原料、資金以及勞動力等諸多元素,但是眾多領(lǐng)域在向農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域輸送資源的情況并不多見。很多地區(qū)出現(xiàn)了十分嚴(yán)重的土地、資金以及技術(shù)瓶頸,導(dǎo)致我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展后勁存在著明顯不足。
1.4農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的研究具有一定的國際意義
目前我國還是一個名符其實的農(nóng)業(yè)大國。第一,我們應(yīng)該針對這個問題開展深入研究,并且制定出有效的解決措施,并要付諸實踐改善我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后的問題,從而有效保障農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展腳步加快,跟上我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展水平,甚至能夠帶動我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展水平。第二,改革開放發(fā)展至今,雖然我國的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到了一定的發(fā)展,但是總體發(fā)展水平還偏低。如果能夠開創(chuàng)出有著典型發(fā)展意義的、成熟的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式,對于實現(xiàn)我國進(jìn)出口貿(mào)易快速增長有良好的促進(jìn)作用,對于其他發(fā)展中國家也可以起到借鑒作用。
2我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展現(xiàn)狀
2.1信息不靈
隨著當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展,信息引導(dǎo)能夠幫助進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整??墒菑哪壳扒闆r看來,各級政府還有相關(guān)部門對于我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整相關(guān)的信息指導(dǎo)工作根本沒有做到位,尤其是針對市場信息方面的統(tǒng)計、分析以及研究等方面的信息資料太少,很難準(zhǔn)確地有利于市場供需方面的農(nóng)產(chǎn)品信息。在以下三個方面表現(xiàn)最為明顯。其一是市鄉(xiāng)兩級和村民之間還沒有建立起信息溝通渠道。市鄉(xiāng)兩級之間比較容易收集到有關(guān)農(nóng)產(chǎn)品市場供應(yīng)方面的信息,但是對于農(nóng)民來說,將很難獲得農(nóng)產(chǎn)品市場供應(yīng)信息,這些信息在農(nóng)民當(dāng)中是不流通的,農(nóng)民也根本接收不到此類信息。其二是農(nóng)民和企業(yè)之間出現(xiàn)信息斷層的局面。因此在這方面主要依靠一些龍頭農(nóng)產(chǎn)品公司和農(nóng)民之間建立起供銷合作關(guān)系才能夠解決農(nóng)民農(nóng)產(chǎn)品供銷難的問題,這也是萊陽推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整一個非常有效的途徑,是增加我國農(nóng)民收入的一個主要渠道。在我國,最為典型的就是進(jìn)行食品加工,這成為了促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重大方面。萊陽的食品加工企業(yè)直接供銷往國際市場,在某些方面來說,能夠直接指導(dǎo)我國農(nóng)民做出有效的信息參考??墒菑哪壳翱磥?,企業(yè)和農(nóng)民之間并沒有真正建立起直接聯(lián)系,而且這二者之間也缺少了基本的中間載體,沒有信息傳輸渠道,企業(yè)也只能夠通過極個別的大戶和企業(yè)之間建立合作,然后逐步擴(kuò)散到別的種植戶,進(jìn)而影響到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整,能夠幫助農(nóng)戶增收效益。其三是在信息傳播的空間和時間上有斷層的情況發(fā)生。往往因為一些原因,有的單位或者是企業(yè)的和農(nóng)業(yè)產(chǎn)品有關(guān)的市場信息都沒能夠準(zhǔn)時到達(dá)農(nóng)戶的手中,這些都使得農(nóng)產(chǎn)品會經(jīng)常出現(xiàn)供求失衡的情況。
2.2生搬硬套
不同地區(qū)有著不同的自然條件以及經(jīng)濟(jì)狀況,而且農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀以及歷史方面都存在著非常大的差別。所以說,在進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整的時候一定要采取因地制宜的辦法,要根據(jù)當(dāng)?shù)卣鎸嵉那闆r以及優(yōu)勢特點來制定具體的調(diào)整結(jié)構(gòu)規(guī)劃,選擇出具有主導(dǎo)型的產(chǎn)業(yè)以及主導(dǎo)產(chǎn)品,并且多種產(chǎn)品之間還可以形成相互之間的補充,形成一個優(yōu)勢互補,并且具有特色的,帶有良性循環(huán)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)新格局,這樣的做法能夠有效避免出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于較低水平。可是,我們在調(diào)查的過程當(dāng)中發(fā)現(xiàn),很多農(nóng)戶根本不顧及自身種植的客觀情況,所有的都是聽從別人的說法,一切都是依照他人的選擇作為種植參考的,看到別人做什么種植項目并獲得了較好收益就跟隨他人腳步也跟著種起來了。這種盲目跟風(fēng)的狀況非常嚴(yán)重,等到自己種植的產(chǎn)品豐收的時候卻發(fā)現(xiàn)市場已經(jīng)不時興了。長此以往發(fā)展下去的話,很有可能造成一個“種啥啥不值錢”的狀況。
2.3資金短缺,缺乏調(diào)整能力
進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整以及增加農(nóng)民收入,這些都需要獲得金融方面的支持。如果沒有投入,要想進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整是非常困難的。所以說,應(yīng)該增加農(nóng)村信貸,要讓更多的農(nóng)民都享受到金融服務(wù),這是一個非常重要的問題。但是我們從目前的情況來看,大部分的銀行信貸政策以及農(nóng)民的市場購買力都在不斷降低,而使得要真正進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整是非常艱難的,很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)、企業(yè)以及農(nóng)戶都想要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,但是沒有足夠資金,這一切都很難運作。比如說萊勵公司從事奶制品加工業(yè)務(wù),奶制品非常暢銷,達(dá)到了日產(chǎn)袋裝純牛奶總量10多噸。由于擴(kuò)大了市場,市場反響比較良好,公司在2001年底的時候計劃投資800多萬元從芬蘭購買新型設(shè)備,開通第二條生產(chǎn)線,但是因為資金緊張,遲遲沒有開工。
2.4顧慮重重,不敢大膽去做
在這次調(diào)查中,我們發(fā)現(xiàn)很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部普遍心里都有想法,其一是很多人都在做產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,大部分的農(nóng)戶都在從事種菜以及養(yǎng)雞等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動,但是很多人發(fā)現(xiàn)就算調(diào)整了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也未必能夠獲得良好的經(jīng)濟(jì)效益,一旦松懈就再也不想繼續(xù)了。其二是前幾年出現(xiàn)了我國的“土豆事件”,還有傳播非常廣泛的“大蒜事件”,這些都使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部對于進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整感到心有余悸,都很擔(dān)心一旦發(fā)動所有民眾都進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整還不能夠獲得良好的效益,農(nóng)民生產(chǎn)出來的農(nóng)產(chǎn)品賣不出去,將直接找到鄉(xiāng)鎮(zhèn)領(lǐng)導(dǎo)對峙,而且農(nóng)民自身也比較擔(dān)心,萬一自己的投入沒有產(chǎn)出的話將會失去更多,所以,思前想后,最終就放棄了進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整的想法。
3農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易的影響
3.1農(nóng)業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中的地位
農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ),在進(jìn)出口貿(mào)易中占有重要地位。農(nóng)業(yè)的重要性主要從以下兩個方面表現(xiàn)出來:首先,農(nóng)業(yè)是提供人類生存必需品的生產(chǎn)部門。其次,農(nóng)業(yè)的發(fā)展是社會分工和進(jìn)出口貿(mào)易其他部門成為獨立的生產(chǎn)部門的前提和進(jìn)一步發(fā)展的基礎(chǔ)。
3.2農(nóng)業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中的貢獻(xiàn)
首先,食品是人們生活中最基本的必需品,非農(nóng)業(yè)部門的食品消費品主要源自農(nóng)業(yè)部門。其次,農(nóng)業(yè)還對國家工業(yè)的發(fā)展做出了原料貢獻(xiàn)。在工業(yè)化的早期階段,一般國家的工業(yè)以農(nóng)業(yè)原料加工業(yè)為主,所以工業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r與農(nóng)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r密切相關(guān)。
3.3農(nóng)業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中展現(xiàn)的多功能性
3.3.1糧食安全功能
一個國家的農(nóng)業(yè)在糧食安全方面的功能除了提供糧食這一特殊的商品外,還具有非商品功能,即保證一定的糧食自給水平,減少過度依賴國際市場的擔(dān)憂,增加糧食安全的保障感,確保國家宏觀戰(zhàn)略的實現(xiàn)。對于面臨糧食短缺和購買力不足的國家,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有消除饑餓和營養(yǎng)不良的特殊功能。
3.3.2環(huán)境功能
農(nóng)業(yè)的直接環(huán)境收益包括,通過管理土壤和植物減少污染,通過多種植物輪作增加生物量和養(yǎng)分固定量,通過控制土壤侵蝕技術(shù),提高生態(tài)系統(tǒng)的彈性等。
3.3.3經(jīng)濟(jì)功能
農(nóng)業(yè)除了與其他部門一樣具有提品和就業(yè)機會等傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)功能外,還具有其他經(jīng)濟(jì)方面的非商品產(chǎn)出功能,如:保障勞動力就業(yè)、經(jīng)濟(jì)緩沖作用、保持國土空間上的平衡發(fā)展、促進(jìn)社會公平等功能。
3.3.4社會功能
由于農(nóng)業(yè)所具有的地域性分布特點,農(nóng)業(yè)不僅為農(nóng)村居民提供了謀生手段和就業(yè)機會,而且還為他們提供了生活和社交場所,有助于形成和維持農(nóng)村生活模式及農(nóng)村社區(qū)活力,具有減少農(nóng)村人口盲目向城市流動,保持社會穩(wěn)定。
4結(jié)語
本文通過對農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展歷史的深刻反思和現(xiàn)狀的系統(tǒng)把握,以及有針對性的國際比較,力求對問題作一較深層次的理論闡釋,在此基礎(chǔ)上,對中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展與支持問題進(jìn)行理論探討和政策分析,以期建立起適合中國國情的、操作性較強的農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展體系。農(nóng)業(yè)在我國經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展中具有特殊的重要性。
作者:楊婧 單位:新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與科技信息研究所
參考文獻(xiàn)
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關(guān)鍵詞:行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化;進(jìn)出口貿(mào)易;截?fù)?jù)模型;系數(shù)模型
中圖分類號:F820
文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A
文章編號:1003-7217(2010)03-0103-06
行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化被用作貿(mào)易保護(hù)工具,具有隱蔽性較強、透明度較低、不易監(jiān)督和預(yù)測等特點,給我國及其他發(fā)展中國家的對外貿(mào)易造成了很大的障礙,是目前國際貿(mào)易中最難對付的一種貿(mào)易壁壘。
雖然行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化的背后存在著較為嚴(yán)重的貿(mào)易保護(hù)主義陰影,但不得不承認(rèn)其已成為貿(mào)易進(jìn)出口中的通用準(zhǔn)則,具有普遍適用性。如果企業(yè)不能適應(yīng)或者不愿意去適應(yīng)它,結(jié)果是自己的產(chǎn)品的國際競爭力受到嚴(yán)重削弱,甚至被迫退出國際市場??刂茦?biāo)準(zhǔn)成為應(yīng)對市場競爭的有力武器,開發(fā)標(biāo)準(zhǔn)同開發(fā)產(chǎn)品一樣具有戰(zhàn)略意義。
以下將運用現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)和管理學(xué)的相關(guān)理論,就行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行研究,希望本文能為我國行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化戰(zhàn)略的實施提供一些可操作的思路。
一、相關(guān)研究綜述
國際標(biāo)準(zhǔn)化組織與國際電工委員會把“標(biāo)準(zhǔn)化”定義為對實際與潛在問題作出統(tǒng)一規(guī)定,供共同和重復(fù)使用,以在相關(guān)領(lǐng)域內(nèi)獲得最佳秩序的效益活動。行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化是在特定工業(yè)行業(yè)中對重復(fù)性事物或概念通過制定、和實施標(biāo)準(zhǔn),達(dá)到統(tǒng)一,以獲得最佳秩序和社會效益。
在行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對國際貿(mào)易的影響研究方面,Swann(2000)認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)的兼容性可以帶來網(wǎng)絡(luò)效應(yīng),標(biāo)準(zhǔn)的多樣化減少作用能使得產(chǎn)品達(dá)到臨界量,取得規(guī)模經(jīng)濟(jì)作用;Seinerjian和Watters(2000)認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)是進(jìn)行貿(mào)易進(jìn)出口和消除技術(shù)壁壘的重要工具;Mark A.Lemley(2002)研究了知識產(chǎn)權(quán)與標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定組織的關(guān)系,認(rèn)為知識產(chǎn)權(quán)會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新,同時在某種程度上也會存在一定的負(fù)面影響,這樣標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定組織便會協(xié)調(diào)二者之間的矛盾,改善在某些行業(yè)上出現(xiàn)的知識產(chǎn)權(quán)重疊的現(xiàn)象。
在數(shù)據(jù)分析方法的選擇上,Johannes Moenius運用引力模型分析了1980~1995年期間來自12個國家的471個行業(yè)的國家特定標(biāo)準(zhǔn)與雙邊共享標(biāo)準(zhǔn)對貿(mào)易進(jìn)出口的影響;Bab001 and Michael R.Reed(2007)運用引力模型對16個OECD國家和亞太國家17年的加工食品出口的雙邊數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析,研究了標(biāo)準(zhǔn)化對發(fā)展中國家加工食品出口的影響。Joshua P.Fershee(2008)研究了國家恢復(fù)皮革標(biāo)準(zhǔn)對于美國能源產(chǎn)業(yè)的影響,分析指出國家恢復(fù)皮革標(biāo)準(zhǔn)將會對消費者長短期的電力消耗產(chǎn)生影響。
國內(nèi)劉冰、侯俊軍(2008)利用1987~2005年數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗,建立協(xié)整方程分析指出標(biāo)準(zhǔn)化與經(jīng)濟(jì)增長之間具有長期均衡關(guān)系。王耀中、陳文娟(2007)利用協(xié)整分析技術(shù)和誤差修正模型分析了1985~2005年機械制造行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)對中國機械制造行業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響,指出行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)增量是進(jìn)出口貿(mào)易增額的格蘭杰原因。葛京、誼(2008)搜集了1996~2005年超過60個產(chǎn)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)和貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù),建立面板數(shù)據(jù)回歸模型并進(jìn)行多元分析,得出標(biāo)準(zhǔn)對在發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家之間以及發(fā)達(dá)國家之間的貿(mào)易進(jìn)出口的影響效應(yīng)以及影響機制,并提出了我國標(biāo)準(zhǔn)化活動的政策建議。
國內(nèi)外研究現(xiàn)狀表明,該領(lǐng)域的研究主要采用了計量經(jīng)濟(jì)學(xué)和局部均衡分析等方法,主要集中于標(biāo)準(zhǔn)化和特定背景下標(biāo)準(zhǔn)化與知識產(chǎn)權(quán)或者壁壘相關(guān)性的研究。下面將在此基礎(chǔ)上,從行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機制及作用結(jié)果方面進(jìn)行分析。
二、研究設(shè)計和理論模型
(一)研究假設(shè)
在Semerjian、Watters(2000)、Mark A.Lemley(2002)、劉冰、侯俊軍(2008)、王耀中、陳文娟(2007)、葛京、誼(2008)等的研究基礎(chǔ)上,提出研究假設(shè)如下:
假設(shè)H1行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對我國貿(mào)易出口額存在正面影響;行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對我國貿(mào)易進(jìn)口額存在正面影響。
假設(shè)H2 在機械制造、服裝、鋼鐵、家電、食品加工、煤炭6個行業(yè)中,行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對貿(mào)易進(jìn)出口額存在正面影響。
(二)樣本數(shù)據(jù)的選取
以下在工標(biāo)網(wǎng)對行業(yè)和《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》的劃分標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上,考慮獲取數(shù)據(jù)的可操作性,選擇了機械制造、服裝、鋼鐵、家電、食品加工、煤炭6個行業(yè)作為研究對象,取自中國1993~2008年上述6個行業(yè)的年度數(shù)據(jù)。其中標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)是當(dāng)年制定或修改的標(biāo)準(zhǔn)數(shù),來源于工標(biāo)網(wǎng)并由本研究相應(yīng)整理而得,數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》、《中國機械制造工業(yè)年鑒》。
(三)研究方法
本文利用面板數(shù)據(jù)的方法分析行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。面板數(shù)據(jù)模型通常能為研究者提供大量的數(shù)據(jù)點,并能夠反映研究對象在時間和截面兩個方向上的變化,在實證研究中具有較好的操作性。
(四)理論模型
在一個行業(yè)內(nèi)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)越多,說明該行業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化程度越深。用行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)量來表示“行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化”,在文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上,從多截面多時序的角度進(jìn)行研究,選取的是行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)增量作為衡量標(biāo)準(zhǔn)化活動的指標(biāo)。
由于國家的資源稟賦、政府的貿(mào)易政策、廠商的競爭優(yōu)勢等眾多因素都對進(jìn)出口貿(mào)易活動有著顯著的影響,所以,在探討行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的同時,需要將上述因素簡煉而全面地引入模型當(dāng)中,將每個行業(yè)各年貿(mào)易額的和作為一個自變量引入模型。本文研究的是標(biāo)準(zhǔn)化活動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響,由于這種影響效應(yīng)是具有連續(xù)性和時序性的,在一個時間節(jié)點或較短的時間區(qū)間內(nèi)無法完整、準(zhǔn)確地觀測,因此需要建立多截面的計量模型(6)。在已有研究的基礎(chǔ)上得到模型(1)和模型(2):
表1數(shù)據(jù)分析表明,模型1通過了顯著性水平1%的F檢驗,且模型的R2和調(diào)整后R2均達(dá)到了0.98,模型的擬合優(yōu)度較好,變量InS和InTE分別通過了顯著性水平為5%和1%的T檢驗,證明回歸方程有意義。因此,由以上的回歸分析可以得出我國行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對出口的影響模型為:
InE=0.689+0.0648In S+0.77In TE
由此模型可知行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對我國的出口存在正面影響,影響系數(shù)為0.0648,即行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)目每增加1個,我國的出口額將增加6.48%,也就是說行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)目越多出口額越大,即行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化的程度
的加深會促進(jìn)出口。
表1數(shù)據(jù)分析表明,模型2通過了顯著性水平1%的F檢驗,且模型的R2和調(diào)整后R2均達(dá)到了0.95,模型的擬合優(yōu)度較好,變量InS和InTE都通過了顯著性水平為5%的T檢驗,證明回歸方程有意義。因此,由以上的回歸分析可以得出我國行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對進(jìn)口的影響模型為:
In I=28.37+0.01951n S+0.1851n TI
由此模型可知我國的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對進(jìn)口額的影響程度為0.0195,即行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)目每增加1,我國的進(jìn)口額將增加1.95%,也就是說行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)目越多進(jìn)口額越大,即行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化的程度的加深同樣會促進(jìn)進(jìn)口。
(二)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的分行業(yè)分析
(6)家電行業(yè):
InE=0.58+(-0.02)InS+0.73InTE
InI=51.27+0.26InS+0.14InTI
家電行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的實施阻礙了貿(mào)易的出口,其影響系數(shù)分別為-0.02,即標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)目每增加1個,出口將減少2%。因家電行業(yè)產(chǎn)品本身有其特殊性:我國的家電產(chǎn)品大多是勞動密集型產(chǎn)品,行業(yè)技術(shù)水平總體上不高,而我國家電行業(yè)實施的標(biāo)準(zhǔn)水平大多是中等偏上,這就導(dǎo)致了我國家電行業(yè)的技術(shù)水平達(dá)不到國內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)的要求程度。
四、結(jié)論和政策建議
以上分析表明:(1)我國的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化與進(jìn)出口貿(mào)易正相關(guān),影響系數(shù)分別為0.0648和0.0195,證明了假設(shè)是成立的,即行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對我國貿(mào)易進(jìn)出口額均存在正面影響。(2)檢驗結(jié)果顯示,對出口額的影響要大于對進(jìn)口額的影響,但其影響彈性都較小,究其原因,進(jìn)出口貿(mào)易大多采用的是國際標(biāo)準(zhǔn),而我國的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)絕大部分是國內(nèi)標(biāo)準(zhǔn),還未上升到國際標(biāo)準(zhǔn)。使得行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化雖然對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生正面效應(yīng),但貢獻(xiàn)程度不大。
數(shù)據(jù)分析表明假設(shè)基本成立,行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)對鋼鐵、煤炭行業(yè)的進(jìn)出口及對家電的出口均產(chǎn)生負(fù)面的影響,對服裝、食品加工、機械制造及家電的出口均產(chǎn)生正面的影響。由實證結(jié)果可知:在這六個行業(yè)當(dāng)中,食品加工行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對進(jìn)出口貿(mào)易的影響最大,其次為服裝行業(yè)??梢姡袠I(yè)標(biāo)準(zhǔn)化對進(jìn)出口貿(mào)易的影響隨著標(biāo)準(zhǔn)化程度的加深和國際采標(biāo)率的提高而加強。
在實證研究結(jié)論的基礎(chǔ)上,提出以下政策建議:
(1)不斷追蹤國外先進(jìn)標(biāo)準(zhǔn),及時調(diào)整產(chǎn)品質(zhì)量。從對六個行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的整理過程中發(fā)現(xiàn),我國標(biāo)準(zhǔn)的更新周期很長,修訂不及時,耗費的時間等現(xiàn)象極為普遍。為此,需要提高行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的制定效率,縮短標(biāo)準(zhǔn)的制定周期,特別是要盡快制定對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要推動作用的重點產(chǎn)業(yè)或行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)。
關(guān)鍵詞:口岸進(jìn)出口總額;青島;LS分析
一、青島經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易增長現(xiàn)狀
(一)青島經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀
1.青島經(jīng)濟(jì)增長總量特征。青島,是我國的副省級城市、計劃單列市,是世界性區(qū)域貿(mào)易中心,東北亞國際航運中心。青島擁有國際性海港,是全國21個性物流節(jié)點城市之一、42個全國性綜合交通樞紐(節(jié)點城市)之一。隨著我國改革和發(fā)展戰(zhàn)略的逐步實施,青島經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。據(jù)資料顯示,1990年青島市GDP是168億,2000年為1150億,2014年8692億。
(二)對外貿(mào)易增長現(xiàn)狀
1892年,青島第一座人工碼頭興建,即今天的棧橋。1898年,德國在租借地內(nèi)開建青島大港,建成后即被譽為東亞第一良港,9月作為自由港向全世界開放,青島遂逐步成為中國最重要的港口城市之一。1998年,青島港成為國內(nèi)第三個吞吐量達(dá)到億噸的大港。2002年,青島港完成西移,前灣港躋身國際集裝箱大港行列,后期配建了保稅港區(qū)。2008年以來,青島港成為我國對外貿(mào)易第二大港,集裝箱吞吐量超過1000萬標(biāo)準(zhǔn)箱,貨物吞吐量超過3億噸??瓦\站有通達(dá)韓國平澤、群山、仁川以及日本下關(guān)的客輪。
近年來,隨著青島經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,國內(nèi)外海運貿(mào)易量猛增,口岸工作取得佳績,口岸事業(yè)得到進(jìn)一步發(fā)展,通關(guān)能力大幅度提高,通關(guān)過貨量以及進(jìn)出口貿(mào)易總額都有了大幅度的增長。青島口岸進(jìn)出口比例趨于平衡,口岸進(jìn)出口貿(mào)易額不斷增長,且成加速增長的趨勢。1985―2014年青島口岸進(jìn)出口貿(mào)易額具體情況如圖1所示。
圖1 1985-2014年青島口岸進(jìn)出口貿(mào)易額
數(shù)據(jù)來源:青島市統(tǒng)計年鑒
二、青島口岸進(jìn)出口總額與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析
1.樣本的選取
在實證分析中,本文選取了1985-2014年青島GDP和口岸進(jìn)出口總額的統(tǒng)計數(shù)據(jù),樣本容量為25。在處理換算過程中,采用1985-2014年以人民幣計算的總量,利用當(dāng)年平均匯率換算成美元。
2.數(shù)據(jù)的處理
考慮到時間序列中的異方差現(xiàn)象,為了消除這種現(xiàn)象,對數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)的變換,這一變換不會改變變量的長期關(guān)系,而且可以使其趨勢線性化。所以對青島得生產(chǎn)總值(Y)和口岸進(jìn)出口總額(X)取自然對數(shù),分別用LY和LX表示,數(shù)據(jù)用Eviews6.0計量經(jīng)濟(jì)軟件進(jìn)行處理。
2.1 平穩(wěn)性檢驗
在對時間序列資料進(jìn)行實證分析時,為了避免偽回歸問題,首先應(yīng)該對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。單位根檢驗法目前來說是很有效的一種序列檢驗工具,也就是ADF檢驗方法。對于LY和LX的平穩(wěn)性檢驗,用Eviews6.0計量經(jīng)濟(jì)軟件分析,檢驗結(jié)果如下表所示。
檢驗形式中(c,t,k)分別表示單位根檢驗方程常數(shù)項、時間趨勢項、滯后階數(shù),D表示一階差分。
通過分析,LY、LX序列均接受原假設(shè),即存在單位根,為非平穩(wěn)序列,但LY和LX一階差分后的序列在1%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè),都是平穩(wěn)序列。
2.2協(xié)整檢驗
協(xié)整的概念是上世紀(jì)80年代恩格爾(Engle)和格蘭杰(Granger)提出的。協(xié)整檢驗是為了確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系而進(jìn)行的檢驗。協(xié)整理論認(rèn)為,雖然一些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)序列,但它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)的。協(xié)整目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,也就是說,在短期內(nèi),由于各種隨機因素干擾,各個變量有可能偏離均值,但是這只是暫時的,隨著時間的推移這種偏離將會回到均衡狀態(tài)。Engle-Granger檢驗通常用于兩變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗。本文檢驗青島口岸進(jìn)出口總額與GDP的協(xié)整關(guān)系,所以可以采用Engle-Granger兩步檢驗法。并且以AIC、SC信息準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計量作為確定協(xié)整檢驗滯后期數(shù)的檢驗標(biāo)準(zhǔn)。經(jīng)過比較,滯后階數(shù)為1時,AIC和SC值最小。
由上文單位根檢驗可知,LX和LY時間序列都是一階平穩(wěn)的,可以進(jìn)行協(xié)整檢驗,我們分兩步進(jìn)行。
第一步,協(xié)整回歸,用最小二乘法(OLS)估計LX和LY之間的方程,得到:
由上式知,可決系數(shù)為R2=0.980737,說明所建模型在整體上對樣本的數(shù)據(jù)擬合較好,即解釋變量“青島口岸進(jìn)出口總額”對被解釋變量“青島GDP”的絕大部分差異給出了解釋。對于回歸系數(shù)的t檢驗,LX的系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為0.025577和37.75671,t檢驗通過。F值為1425.569,檢驗通過。
殘差的計算公式為
第二步,檢驗et的平穩(wěn)性,看殘差et是否是平穩(wěn)序列,檢驗的結(jié)果如表2所示。
2.3因果關(guān)系檢驗
上文的結(jié)果證明了青島市LY和LX存在長期的穩(wěn)定關(guān)系,下面對這二者之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步探索。對其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗,該檢驗方法由2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主克萊夫?格蘭杰所開創(chuàng),用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。在時間序列情形下,兩個經(jīng)濟(jì)變量X、Y之間的格蘭杰因果關(guān)系定義為:若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下,對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果,即變量X有助于解釋變量Y的將來變化,則認(rèn)為變量X是引致變量Y的Granger原因。該檢驗規(guī)定原假設(shè)為:X不是引起Y變化的原因,把Y對Y的滯后值及對X的滯后值進(jìn)行回歸,再將Y對Y的滯后值進(jìn)行回歸。然后用F統(tǒng)計量來確定X的滯后階值是否對第一個回歸的解釋能力有顯著的貢獻(xiàn),若貢獻(xiàn)顯著,則拒絕原假設(shè),認(rèn)為“X是引起Y變化的原因”;若貢獻(xiàn)不顯著,則不能拒絕原假設(shè)。運用Granger因果檢驗原理,對上述變量進(jìn)行Granger因果檢驗,得到結(jié)果如表3所示。
對2個變量進(jìn)行滯后一到四階的Granger因果檢驗。表中的Prob值表示接受零假設(shè)的概率,數(shù)值越小,表明自變量引起因變量的能力越強。從上述檢驗結(jié)果可看出,在滯后一期時,5%的顯著水平下可以認(rèn)為LX是引起LY的原因,LY不是引起LX的原因;滯后兩期時,也可以認(rèn)為LX是引起LY的原因,LY不是引起LX的原因。即青島口岸進(jìn)出口總額和GDP之間是單向因果關(guān)系,口岸進(jìn)出口總額是GDP的Granger原因,而GDP不是口岸進(jìn)出口總額的Granger原因。
三、建議
積極搶抓我國啟動實施自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略機遇,對標(biāo)東京、新加坡、中國香港等國際中心城市,實現(xiàn)傳統(tǒng)國際貿(mào)易向現(xiàn)代對外貿(mào)易轉(zhuǎn)變,抓住電子商務(wù)帶來的新機遇、努力提升國際貨物貿(mào)易發(fā)展、實現(xiàn)國際轉(zhuǎn)口貿(mào)易突破性發(fā)展以及國際服務(wù)貿(mào)易跨越式發(fā)展。
關(guān)鍵詞:匯率;國際收支;協(xié)整分析;格蘭杰檢驗
一、引言
匯率是指用一種貨幣表示另一種貨幣的價格,對國民經(jīng)濟(jì)內(nèi)外均衡和穩(wěn)健發(fā)展乃至世界經(jīng)濟(jì)的運行發(fā)揮日益重要的作用,是影響一個國家或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的重要因素之一。2005年我國開始實施以市場供求為基礎(chǔ)的、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的、有管理的浮動匯率制度。而浮動匯率制度下的匯率波動可能會對我國的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響,目前針對匯率波動影響我國進(jìn)出口貿(mào)易的研究結(jié)果并未達(dá)成一致。
關(guān)于匯率變動對一國進(jìn)出口的影響,國內(nèi)外學(xué)者展開了廣泛深入的研究。Marshall(1923)最先提出在均衡條件下,當(dāng)各國總體需求彈性小于1時匯率貶值對貿(mào)易收支不會有積極的影響,Lerner(1946)在其研究中也闡述了類似的觀點。Robinson(1937)提出了匯率貶值能改善貿(mào)易收支狀況的條件是進(jìn)口和出口的相對價格彈性之和大于1,即著名的馬歇爾-勒納條件。后續(xù)的研究多圍繞ML條件展開,Marquez et al.(2007)在傳統(tǒng)的OLS模型下驗證了ML條件的存在性,Baharumshah(2002)運用協(xié)整理論也證ML條件滿足,即匯率貶值可以在長期內(nèi)提高貿(mào)易余額。然而,Eckaus(2004)、Ahmed(2009)等卻認(rèn)為馬歇爾-勒納條件不滿足,即貨幣的貶值不能改善貿(mào)易余額。
中國學(xué)者也圍繞這一問題展開研究,其中,厲以寧(1991)發(fā)現(xiàn),中國進(jìn)出口商品的需求價格彈性嚴(yán)重不足,人民幣匯率貶值會導(dǎo)致出口狀況的惡化。謝建國和陳漓高(2002)認(rèn)為人民幣匯率貶值對中國貿(mào)易收支的改善并沒有明顯影響,中國貿(mào)易收支短期主要取決于國內(nèi)需求狀況,而長期則取決于國內(nèi)供給狀況。沈國兵(2005)研究發(fā)現(xiàn),美中貿(mào)易收支與人民幣匯率之間沒有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,人民幣匯率浮動并不能解決美中貿(mào)易逆差問題。
二、匯率變動對貿(mào)易收支影響的現(xiàn)狀分析
在2006-2012年期間,人民幣對美元分別升值4.9%、5.7%、2.7%和2.6%,而同期的貿(mào)易順差依次為1453.1億美元、1724.9億美元、1859.6億美元和1933.85億美元。2014年1-2月,人民幣對美元匯率中間價從6.1053貶值為6.1189,但同期的貿(mào)易順差卻從184.8398億美元下降到69.8232億美元。從以上數(shù)據(jù)可以看出,在06年至12年期間雖然人民幣對美元保持穩(wěn)健升值的態(tài)勢,但中國對美國的貿(mào)易順差卻也一路飆升;而在2014年1-2月,人民幣出現(xiàn)貶值,同期的貿(mào)易順差下降。由此可見,人民幣升值并沒有直接惡化中國進(jìn)出口貿(mào)易,而人民幣貶值也沒有給中國的對外貿(mào)易帶來改善。本文將協(xié)整分析方法,分析人民幣匯率的變動對我國貿(mào)易出口、進(jìn)口和凈出口行為的影響。
三、實證分析
(一)數(shù)據(jù)與變量
本文采用中國進(jìn)、出口貿(mào)易額作為因變量,實際匯率水平是作為模型的主要解釋變量,而國內(nèi)外產(chǎn)出水平、國內(nèi)外價格水平為控制變量。國內(nèi)產(chǎn)出水平用國內(nèi)GDP來表示,國外產(chǎn)出水平數(shù)據(jù)選擇具有代表性的美國GDP為代表,國內(nèi)價格由中國的CPI增長率,通過月度同比和等比增長率以2005年作為基期換算得到,國外價格水平以美國CPI月度數(shù)據(jù)代表,數(shù)據(jù)都來源于中經(jīng)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫與IMF。研究跨度從2006年1月到2012年年末,共有84期,并進(jìn)行對數(shù)化的處理。
(二)實證模型
式(1)中出口額(EX)受到國外產(chǎn)出水平(GDP*)、國內(nèi)價格水平(P)、國外價格水平(P*)以及人民幣真實匯率(REER)影響;式(2)中進(jìn)口額(IM)受到國內(nèi)產(chǎn)出水平(GDP)、國內(nèi)價格水平(P)、國外價格水平(P*)以及人民幣真實匯率(REER)影響。將(1)式減去(2)式,可以討論貿(mào)易余額變化受到各因素的影響。本文采用Johansen檢驗法對上述方程展開協(xié)整分析,以討論人民幣匯率變動對貿(mào)易收支影響的變化。
(三)平穩(wěn)性檢驗
對數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后,分別進(jìn)行單位根檢驗。分別對變量水平值及其一階差分做檢驗作ADF單位根檢驗。結(jié)果顯示,水平值在5%的顯著水平下是不平穩(wěn)的,進(jìn)行一階差分后是平穩(wěn)的。
(四)實證結(jié)果
1.出口方程式
在對出口方程式進(jìn)行回歸后得到(4)式。表2匯報了出口方程的協(xié)整分析結(jié)果,為了對變量之間的關(guān)系作進(jìn)一步地描述,分別對出口方程各個變量之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。由檢驗結(jié)果可知,在5%的顯著性水平下,國外GDP是造成出口額變動的原因。國外物價水平、我國物價水平及實際匯率的變動不是造成出口額變動的原因。
在對進(jìn)口方程式進(jìn)行回歸后得到(5)式。表3匯報了協(xié)整分析結(jié)果,為了對變量之間關(guān)系作進(jìn)一步描述,本文分別對出口方程的各個變量之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。由檢驗結(jié)果可知,在5%的顯著性水平下,實際匯率及國內(nèi)物價水平的變動會造成我國進(jìn)口額的變動,而國外物價水平、國內(nèi)GDP不是造成我國進(jìn)口貿(mào)易變動的原因。
在對進(jìn)出口余額方程式進(jìn)行回歸后得到(6)式。表4匯報了協(xié)整分析結(jié)果,并對出口方程的各個變量之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。由結(jié)果可知,在5%的水平下,國外GDP、國內(nèi)物價水平、國內(nèi)GDP是影響我國進(jìn)出口貿(mào)易差額的原因,而實際匯率的波動并不是造成我國進(jìn)出口貿(mào)易收支變動的顯著原因。
四、結(jié)論及政策建議
從研究結(jié)果來看,盡管人民幣幣值變動會影響我國進(jìn)口額,但人民幣匯率波動并不能直接影響我國的貿(mào)易收支關(guān)系,人民幣貶值并不能直接改善我國的對外貿(mào)易狀況。原因可能有以下幾點:一是馬歇爾-勒納條件更加適合貿(mào)易小國,而我國是典型的貿(mào)易大國;二是我國的出口商品物美價廉,即使人民幣有升值的壓力,其在國際市場上的相對價格優(yōu)勢依然非常明顯;三是我國政府一直提倡出口創(chuàng)匯,并因此實行出口退稅等優(yōu)惠政策,這些政策會不斷降低我國企業(yè)的出口成本,提高其在國際上的競爭優(yōu)勢。綜上所述,針對我國如何應(yīng)對來自美國等貿(mào)易伙伴的施壓,以提升我國的貿(mào)易經(jīng)濟(jì)實力,本文提出以下政策建議:首先,轉(zhuǎn)變我國的外貿(mào)方式,提高出口商品附加值;第二,擴(kuò)大內(nèi)需,降低外貿(mào)依存度;第三,繼續(xù)積極主動的調(diào)整進(jìn)出口貿(mào)易政策來消減順差。(作者單位:武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院)
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關(guān)鍵詞:FDI;國際貿(mào)易;湖南;創(chuàng)新產(chǎn)出;專利申請量
0 引言
自從改革開放以來,湖南省進(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資迅速發(fā)展。2012年,進(jìn)口貿(mào)易由1978年的2,718萬美元增加到93.41億美元,平均年增長率為18.74%;出口貿(mào)易額為1978年的9.54倍;外商直接投資占全國FDI流量的比重由1983年的1.15%增加到6.43%。對于進(jìn)出口貿(mào)易和FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系,國內(nèi)學(xué)者從不同角度做了較多的研究。鄒武鷹等(2002)、李平等(2010)等研究了出口貿(mào)易對技術(shù)進(jìn)步的影響;楊建波(2009)、謝建國等(2009)研究了進(jìn)口貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系;何潔等(1999)、潘文卿(2003)、范黎波等(2008)、張中元等(2012)等認(rèn)為FDI存在正的溢出效應(yīng),對母國的技術(shù)進(jìn)步或創(chuàng)新具有重大影響。此外,李小平等(2006)、黃志勇(2013)同時研究進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易兩者對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響??蒂澚恋龋?006)、羅良文等(2012)研究成果表明長期內(nèi)FDI、國際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長三者間有著均衡關(guān)系。從所搜集的文獻(xiàn)來看,目前大多數(shù)研究主要是從進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易和外商直接投資中的某一個或兩個渠道來探討其與我技術(shù)進(jìn)步或創(chuàng)新的關(guān)系,而很少把這三種渠道同時納入一個分析框架,直接研究它們和技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系,且多數(shù)研究以全國為研究對象。這種以全國為研究對象得出的結(jié)論是否適合湖南?。亢鲜∵M(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資的高速發(fā)展是否能促進(jìn)其創(chuàng)新能力的提高?這些都是我們實施建設(shè)創(chuàng)新型湖南戰(zhàn)略中需要考慮的重要問題。本文在梳理已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,同時把進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易和外商直接投資納入一個研究框架,利用協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系檢驗考察它們和湖南省創(chuàng)新能力的內(nèi)在聯(lián)系。
1 湖南省FDI和進(jìn)出口貿(mào)易的現(xiàn)狀分析
1.1 IM、EX和FDI發(fā)展現(xiàn)狀
自從改革開放以來,湖南省進(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資迅速發(fā)展。由圖1可知,從整體上來看湖南省進(jìn)口、出口和外商直接投資有著類似的增長趨勢。1985-2001年期間,盡管進(jìn)出口貿(mào)易和FDI呈現(xiàn)上升趨勢,但增長速度十分緩慢;2002年,隨著我國進(jìn)入WTO,湖南省的市場經(jīng)濟(jì)秩序得到了很大改善,對外貿(mào)易和外商直接投資迅速發(fā)展。特別是出口貿(mào)易,在2003年首次突破20億美元,高達(dá)21.4626億美元;在2012年突破100億美元,高達(dá)126億美元,年均增長率為21.51%。而IM和FDI分別由2002年的10.81億美元和10.31億美元增加到2012年的93.41億美元和72.8億美元。2008年,由于全球金融危機的影響,盡管IM和FDI保持增長,但增長幅度都下降,而EX甚至出現(xiàn)了負(fù)增長,由2008年的84.1億美元下降到2009年的54.92億美元,下跌34.7%。
圖1 湖南省1985-2012年進(jìn)出口貿(mào)易額和
外商直接額
1.2 湖南省對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)
隨著湖南省貿(mào)易規(guī)模的變大,其貿(mào)易結(jié)構(gòu)也發(fā)生了變化。從貿(mào)易方式來看,盡管仍然以一般貿(mào)易為主,但該比重逐年下降。一般貿(mào)易在進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易中的比重分別由2004年的83.72%和89.15%下降到70.84%和68.63%。從貿(mào)易對象來看,機電產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品在進(jìn)口貿(mào)易總額中所占比例不大,且近年來在進(jìn)口貿(mào)易中所占的比重跌漲不定;盡管機電產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品在出口貿(mào)易中的比重在2004年僅有1.94%,但一直保持上升趨勢。特別是高新技術(shù)產(chǎn)品,由2004年1.94%上升至2012年的10.98%,所占比例翻了5倍。
1.3 外商直接投資方式和產(chǎn)業(yè)分布
自從1978年以來,隨著湖南省各種吸引外資的優(yōu)惠政策出臺,大量外資涌入湖南。外商在華投資主要有中外合資、中外合作和外商獨資三種方式。在1997年,又新出現(xiàn)了外商直接投資股份制這種方式。在湖南,F(xiàn)DI主要以外商獨資為主,所占比例高達(dá)70%-81%;中外合資和中外合作兩種方式所占比重之和呈現(xiàn)下降的趨勢,由2004年的28.49%下降到2011的16.83%。從產(chǎn)業(yè)分布來看,外商對湖南省的投資主要集中在第二、第三產(chǎn)業(yè),而對第一產(chǎn)業(yè)的投資比重很低。2011年,第一產(chǎn)業(yè)使用外資34489萬美元,占總額5.61%;第二和第三產(chǎn)業(yè)分別投資473463萬美元和107079萬美元,分別占總額的76.98%和17.41%。
2 FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與湖南省創(chuàng)新能力的實證分析
2.1 研究變量與數(shù)據(jù)選取
本文樣本數(shù)據(jù)來源于各年的《湖南統(tǒng)計年鑒》、《湖南省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》中的外商直接投資(FDI)、進(jìn)口貿(mào)易(IM)、出口貿(mào)易(EX)和專利申請量(P),其中,F(xiàn)DI、IM和EX都以萬美元為單位,P以件為單位。為了消除物價變動對實證結(jié)果的影響,用物價指數(shù)對其原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平減,將其折算成以1985年為基年的不變價格。對原始數(shù)據(jù)去對數(shù)既能降低數(shù)據(jù)間異方差性而又不會改變變量間的協(xié)整關(guān)系,所以對所有變量都取其自然對數(shù)。關(guān)于創(chuàng)新能力,由于專利申請量所囊括的信息在很大范圍內(nèi)包含了專利授權(quán)量,且專利授權(quán)量存在時滯效應(yīng),因此本文選擇專利申請量來做湖南創(chuàng)新產(chǎn)出水平的變量。
2.2 單位根檢驗
在經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)學(xué)建模過程中,通常假定經(jīng)濟(jì)時間序列是平穩(wěn)的,而事實上絕大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列都是非平穩(wěn)的。如果直接對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行回歸分析會造成“偽回歸”,估計的結(jié)果也會失效。因此在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行回歸分析之前,應(yīng)首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。由表1的結(jié)果可以看出,各變量的原序列在5%的顯著水平上都沒有通過ADF檢驗,都是非平穩(wěn)序列;而經(jīng)過一階差分后的數(shù)據(jù),都通過了平穩(wěn)性檢驗,即為I(1)單整序列。因此這些序列間可能存在協(xié)整關(guān)系。
表1 各序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果
2.3 協(xié)整檢驗
根據(jù)協(xié)整理論,假如非平穩(wěn)的時間序列的某種線性組合是平穩(wěn)的,那么這些變量之間就存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)上文的ADF檢驗,得知所有的序列都為一階單整,滿足協(xié)整關(guān)系的前提。本文構(gòu)造以專利申請量P為因變量,進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易和外商直接投資為自變量的對數(shù)回歸模型:
根據(jù)E-G兩步法,首先運用OLS對(1)式進(jìn)行回歸,其回歸結(jié)果如下:
其中,括號內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計量的值,*、**、***分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。
從上面的實證結(jié)果看來,(2)式調(diào)整后的可決系數(shù)為0.8771,表明模型的整體擬合效果較好,但DW值僅為0.6191,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于2,這表明誤差項存在正相關(guān),參數(shù)的估計值盡管是無偏的,但卻不是有效的,顯著性檢驗失效。為了消除誤差項的自相關(guān)性,根據(jù)SIC和AIC最小準(zhǔn)則,建立建立AR(4)模型,其結(jié)果如下:
修改后模型的可決系數(shù)提高到0.9606,表明模型的整體擬合效果很好;DW值提高到1.5915,表明殘差不存在自相關(guān)。為了進(jìn)一步驗證模型的合理性,本文對回歸方程的殘差進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗,結(jié)果表明殘差為平穩(wěn)序列(見表2)。這說明模型的設(shè)定是合理的,進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易和外商直接投資與專利申請量之間存在穩(wěn)定的長期關(guān)系。
表2 殘差的ADF檢驗
2.4 誤差修正模型
協(xié)整關(guān)系只表明了進(jìn)口、出口、外商直接投資和專利產(chǎn)出間的具有穩(wěn)定的長期關(guān)系,而忽略了它們之間在短期內(nèi)的關(guān)系。根據(jù)Granger定理,一組具有長期穩(wěn)定關(guān)系的變量,一定能建立誤差修正模型。用(3)式的殘差建立如下誤差修正模型:
由誤差修正模型(4)結(jié)果可知,調(diào)整后的可決系數(shù)為0.4803,不是很高,可能是缺少其它必要變量的關(guān)系,并不影響其他變量之間的相互關(guān)系;ECM系數(shù)為負(fù),符合反向修復(fù)機制,并在1%的顯著性水平下通過了檢驗;IM和EX的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗,表明在短期內(nèi),進(jìn)出口貿(mào)易對湖南省的創(chuàng)新能力均具有促進(jìn)作用;FDI的系數(shù)沒有通過檢驗,說明在短期內(nèi)FDI對創(chuàng)新產(chǎn)出的作用不明顯。
2.5 Granger因果關(guān)系檢驗
協(xié)整檢驗結(jié)果證明了變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但這種均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系,還有待驗證。
表3 P與FDI、IM、EX的Granger因果關(guān)系檢驗
由表3 的結(jié)果可知,在滯后一階的情況下,LnEX和LnP之間不存在Granger因果關(guān)系;LnIM和LnP之間存在雙向的Granger因果關(guān)系;LnP是引起LnFDI變化的Granger原因,反之不成立,即LnP與LnFDI之間存在單向的因果關(guān)系。在滯后二階的情況下,LnFDI和LnP之間存在雙向的Granger因果關(guān)系;LnP是引起LnEX和LnIM變化的Granger原因,反之不成立,即LnPLnEX和與LnIM之間存在單向的因果關(guān)系。
3 結(jié)論與啟示
利用湖南省1985-2012年時間序列數(shù)據(jù),通過協(xié)整分析、誤差修正和Granger因果檢驗考察了進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易、FDI與我省創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系,可以得到以下結(jié)論:
1)協(xié)整關(guān)系表明進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易、FDI與專利申請量存在穩(wěn)定的長期關(guān)系。實證結(jié)果表明,IM、EX和FDI均對湖南創(chuàng)新產(chǎn)出具有明顯的促進(jìn)作用,其中出口的貢獻(xiàn)最大,進(jìn)口每增加1%,創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.4973%;FDI對其作用最小,F(xiàn)DI每增加1%,創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.2183%。
2)在滯后一階的情況下,進(jìn)口貿(mào)易和專利申請量之間存在雙向的Granger因果關(guān)系;而出口貿(mào)易與專利申請量之間不存在Granger因果關(guān)系;在滯后二階的情況下,專利申請量的變化是引起進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易變化的Granger原因,反之不成立,即專利申請量與進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易間存在單向的Granger因果關(guān)系;進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易的增長均促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新能力的提高,但長期的作用效果比短期要大??赡艿脑蚴?,進(jìn)出口貿(mào)易都主要以一般貿(mào)易為主,且高新技術(shù)產(chǎn)品在進(jìn)口總額中所占的比重不大。盡管它在出口總額中所占的比重保持持續(xù)上升的趨勢,但該比重仍然不大,2011年所占出口總額的10.98%。為了充分地利用國際貿(mào)易的技術(shù)外溢,來提高湖南省的技術(shù)創(chuàng)新水平,政府應(yīng)當(dāng)調(diào)整好國際貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構(gòu),加大高新技術(shù)產(chǎn)品在進(jìn)出口總額的比重。
3)在滯后一階和二階的情況下,F(xiàn)DI和專利申請量之間分別存在單向和雙向的Granger因果關(guān)系。盡管在長期內(nèi),F(xiàn)DI促進(jìn)了創(chuàng)新能力的提高,但短期內(nèi)FDI對其影響不顯著。這可能是以中外合資或中外合作方式來華投資的外資在FDI中所占比例小,而這種投資方式能加快省內(nèi)科研人員了解前沿技術(shù)知識及和技術(shù)人員的交流。此外,F(xiàn)DI的關(guān)聯(lián)效應(yīng)具有一定的時滯效應(yīng)。在長期內(nèi),外商直接投資可以通過競爭效應(yīng)、示范-模仿效應(yīng)、人員流動效應(yīng)和前向與后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)促進(jìn)我國創(chuàng)新能力的提高。因此,湖南省政府要調(diào)整政策,來激勵外商以中外合資或中外合作的方式來華投資。
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關(guān)鍵詞:閩臺貿(mào)易;經(jīng)濟(jì)增長;協(xié)整;脈沖響應(yīng)方差分解
中圖分類號:F710 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號:1009-9107(2012)01-0072-05
閩臺經(jīng)貿(mào)合作是海峽兩岸經(jīng)濟(jì)關(guān)系中最具特色的重要組成部分。改革開放以來,在海峽兩岸局勢的演變和閩臺之間內(nèi)在因素的推動下,閩臺經(jīng)貿(mào)關(guān)系不斷向前發(fā)展。進(jìn)入21世紀(jì)后,對臺先行先試的海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè),及海峽兩岸經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議(ECFA)的簽訂,為閩臺經(jīng)貿(mào)合作提供了更為廣闊的發(fā)展空間,閩臺交流與合作不斷向縱深拓展。閩臺貿(mào)易往來不斷擴(kuò)大,貿(mào)易形式更加多樣化。2009年,閩臺貿(mào)易總額達(dá)69.91億美元,其中福建對臺出口15.4億美元,自臺進(jìn)口54.51億美元。臺灣目前已是福建省的第三大貿(mào)易伙伴、第一大進(jìn)口市場和第七大出口地區(qū),閩臺貿(mào)易合作已成為福建經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力量。
也因此,閩臺經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作關(guān)系問題引起了學(xué)界較多專家學(xué)者的關(guān)注,形成了較多的研究成果。郭麗立足于閩臺經(jīng)貿(mào)合作的現(xiàn)狀,揭示了閩臺經(jīng)貿(mào)合作存在的主要問題。楊小紅探討了閩臺經(jīng)貿(mào)合作的現(xiàn)狀特點,分析了制約閩臺經(jīng)貿(mào)合作發(fā)展的因素,提出了進(jìn)一步深化閩臺經(jīng)貿(mào)合作的對策。單玉麗定性分析了閩臺經(jīng)貿(mào)合作的互動效應(yīng),探討了經(jīng)貿(mào)合作對閩臺相互依存度的影響,提出了推進(jìn)閩臺經(jīng)貿(mào)互動,加快海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)的基本思路。戴淑庚計量研究表明閩臺貿(mào)易在促進(jìn)海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的績效顯著。王瓊編制并測量了閩臺經(jīng)濟(jì)合作緊密程度指數(shù),分析兩地經(jīng)濟(jì)合作的發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢,得到閩臺經(jīng)濟(jì)合作緊密程度在不斷提高的實證結(jié)果。
以上相關(guān)研究大部分是從定性角度分析兩岸經(jīng)貿(mào)的現(xiàn)狀、互動和經(jīng)貿(mào)關(guān)系走向,而從計量角度探討閩臺貿(mào)易對福建經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究相對較少,且多數(shù)僅停留在貿(mào)易總體層面,未能揭示閩臺貿(mào)易中進(jìn)口或出口對福建省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。為此,在已有研究基礎(chǔ)上,本文擬用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)和方差分解等分析方法,對閩臺進(jìn)出口貿(mào)易對福建經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)進(jìn)行實證研究。
二、閩臺貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)實證分析
1.數(shù)據(jù)的選取與說明。統(tǒng)計數(shù)據(jù)取自1992-2009年的年度數(shù)據(jù),來源于《福建統(tǒng)計年鑒》及《福建省對外經(jīng)貿(mào)年鑒》(1993-2010)。用福建地區(qū)生產(chǎn)總值表示福建的經(jīng)濟(jì)增長水平,用符號GDP加以代表,并根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2010年》中歷年人民幣匯率(年平均價)全部折算成美元,以億美元作為單位。分別用EX及IM表示福建對臺出口額及自臺進(jìn)口額,單位同樣為億美元。為消除樣本時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,對原有數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換,轉(zhuǎn)換之后的序列則分別用LNGDP、LNEX及LNIM來表示。下文所作的所有統(tǒng)計分析均以轉(zhuǎn)換序列為樣本。有關(guān)變量的變化趨勢圖及它們一階差分圖見
圖1可以看出,三個變量都呈現(xiàn)不斷增長的趨勢,變化趨勢大體一致,說明變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系。圖2則反映了各變量經(jīng)一階差分后,序列趨勢消失,大致可以看出各變量一階差分呈現(xiàn)平穩(wěn)的特征。
2.ADF平穩(wěn)性檢驗。由于LNGDP、LNEX以及LNIM三個變量都屬于時間序列數(shù)據(jù),為避免出現(xiàn)偽回歸問題,本文使用ADF單位根檢驗法分別就每個變量的時間序列數(shù)據(jù)的水平和一階差分形式進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。
檢驗的結(jié)果顯示(見表1),變量LNGDP、LNEX及LNIM的水平序列的ADF檢驗值均大于5%的顯著性水平下的臨界值,表明上述三個變量都是非平穩(wěn)序列。LNGDP、LNIM兩變量的一階差分的ADF檢驗值均小于1%的顯著性水平下的臨界值;LNEX變量的一階差分的ADF檢驗值雖大于1%的顯著性水平下的臨界值,卻小于5%的顯著性水平下的臨界值。表明在5%的顯著性水平下,三個變量的一階差分都是平穩(wěn)序列,即變量LNG―DP、LNEX及LNIM都是I(1)序列。對于一階單整的時間序列可以進(jìn)行進(jìn)一步的變量間的協(xié)整分析。
3.協(xié)整檢驗。通過ADF平穩(wěn)性檢驗得知,LNGDP、LNEX及LNIM序列都是非平穩(wěn)的序列,但都是一階單整序列。對非平穩(wěn)變量建立OLS回歸模型分析可能產(chǎn)生虛假回歸,因而本文采用Johansen協(xié)整檢驗方法對樣本序列進(jìn)行協(xié)整性分析。具體協(xié)整檢驗結(jié)果見表2。
從表2檢驗結(jié)果可以看出,不論是跡檢驗還是最大特征值檢驗,在1%的顯著性水平下,拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系(r=0)的零假設(shè),接受了至少存在一個協(xié)整關(guān)系(r≤1)的零假設(shè),這充分表明了LNGDP、LNEX、LNIM三個序列之間存在而且僅存在1個協(xié)整關(guān)系。
根據(jù)表3所給出的數(shù)據(jù),得到估計出的三個變量之間協(xié)整關(guān)系表達(dá)式如下:
ECM=LNGDP-0.050186LNEX-1.761597LNIM-1.805 594
(0.18568) (0.28083) (0.65926)
所列協(xié)整關(guān)系表達(dá)式中協(xié)整系數(shù)下方括號中的數(shù)字為漸近標(biāo)準(zhǔn)差。重新利用ADF檢驗法,對ECM進(jìn)行單位根檢驗,得到ECM的ADF檢驗統(tǒng)計量(-3.492713)小于1%的顯著性水平臨界值(-2.708094),反映出此時ECM序列已經(jīng)是平穩(wěn)序列。因而就進(jìn)一步表明了I.NGDP、LNEX及LNIM之間的協(xié)整關(guān)系是正確的,它們之間確實存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
4.Granger因果檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果表明各變量之間存在長期均衡關(guān)系,但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需要進(jìn)行Granger因果檢驗。利用Eviews5.0統(tǒng)計軟件,根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定了各變量的滯后項為2,得到Granger因果檢驗結(jié)果如表4所示。
從表4 Granger因果檢驗結(jié)果中可以看出,在1%的顯著性水平之上,福建經(jīng)濟(jì)增長是福建對臺出口的Granger原因,但不是自臺進(jìn)口的Granger原因;福建對臺出口(5%的顯著性水平)及自臺進(jìn)口都是自身經(jīng)濟(jì)增長(LNGDP)的Granger原因;自臺進(jìn)口是對臺出口的Granger因果關(guān)系,對臺出口不是自臺進(jìn)口的Granger原因。
5.脈沖響應(yīng)分析。Granger因果性檢驗識別并說明了各變量之間的因果關(guān)系,卻不能很好地揭示各變量之間的短期關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以彌補Granger因果檢驗的不足。由于LNGDP、LNEX、LNIM均可看做內(nèi)生變量,符合建立向量自回歸VAR模型的條件。經(jīng)VAR模型滯后階數(shù)的各種準(zhǔn)則綜合考慮比較,選取滯后階數(shù)為1。經(jīng)過檢驗,模型是顯著的,所有特征根根模的倒數(shù)都小于l(見圖3)。
為了避免在使用Cholesky分解技術(shù)時,南于變
量排序的不同會得出不同的結(jié)果,本文采用廣義脈沖響應(yīng)方法進(jìn)行分析,脈沖響應(yīng)見圖4。圖4中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數(shù),縱軸表示因變量對解釋變量的響應(yīng)程度,在模型中將新息沖擊作用的滯后期設(shè)定為10。圖4顯示,福建地區(qū)生產(chǎn)總值GDP在受到來自對臺灣出口及自臺灣進(jìn)口的新息沖擊后,變化大體相同,在當(dāng)期即顯示出較強的正向效應(yīng),在第2期達(dá)到最高點之后逐漸回落,在第4期后則保持較為平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢。這足以反應(yīng)了閩臺進(jìn)出口貿(mào)易對福建經(jīng)濟(jì)增長的沖擊具有明顯的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。
在脈沖響應(yīng)分析基礎(chǔ)上,根據(jù)方差分解方法的基本原理,可以進(jìn)一步分析閩臺進(jìn)出口貿(mào)易對福建經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度,方差分解結(jié)果見表5。表5顯示,從第1期開始,福建GDP的波動對來自于自身的擾動有所下降,最終大致穩(wěn)定在89%左右;來自對臺出口LNEX的擾動逐漸上升,對臺出口的福建經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度大致為6%;來自自臺進(jìn)口LNIM的擾動亦不斷攀升,其對LNGDP的最大貢獻(xiàn)度約為4%。
總體而言,脈沖響應(yīng)及方差分解分析結(jié)果,基本反映了閩臺進(jìn)出口貿(mào)易是拉動福建經(jīng)濟(jì)增長的積極力量,這與前面的Granger因果檢驗結(jié)果相互一致。
三、實證結(jié)論
通過對閩臺貿(mào)易對福建經(jīng)濟(jì)增長系的效應(yīng)實證分析,不難得出:福建經(jīng)濟(jì)增長與閩臺進(jìn)出口貿(mào)易之間,存在長期唯一的協(xié)整關(guān)系。
1.從長期來看,閩臺進(jìn)出口貿(mào)易對福建的經(jīng)濟(jì)增長具有一定的推動作用。福建自臺灣的進(jìn)口貿(mào)易每增長1%,福建GDP將增長1.761597%;對臺出口貿(mào)易每增長1%,福建GDP將增長0.050186%。自臺灣進(jìn)口對福建經(jīng)濟(jì)增長具有較強的推動作用,對臺出口對福建經(jīng)濟(jì)增長的作用則較弱。
2.通過Granger因果檢驗可以發(fā)現(xiàn),對臺出口貿(mào)易與福建經(jīng)濟(jì)增長互為Granger原因;自臺進(jìn)口貿(mào)易是福建經(jīng)濟(jì)增長及福建出口貿(mào)易增長的Granger原因。表明了短期內(nèi),不管是向臺灣出口或是自臺灣進(jìn)口,都能夠起到推動福建省的經(jīng)濟(jì)增長的作用,自臺進(jìn)口的增長亦能帶動對臺出口貿(mào)易的增長。
3.脈沖響應(yīng)與方差分解分析結(jié)果也顯示,向臺灣出口或是自臺灣進(jìn)口的增長都給福建經(jīng)濟(jì)增長帶來顯著及持久的正向沖擊,且在短期內(nèi),對臺出口貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度大于自臺進(jìn)口的貢獻(xiàn)。